자아존중감이 문제음주에 미치는 영향: 성별 및 연령집단 간 다집단 분석
The Effects of Self-Esteem on Drinking Problems: Multi-Group Analysis of Gender and Age
Lee, Suk-Hyun (Sungkyunkwan University); Han, Chang-Keun (Sungkyunkwan University)*
*교신저자: 한창근, 성균관대학교(chkhan@skku.edu)
보건사회연구, Vol.39, No.1, pp.293-333, 31 March 2019
https://doi.org/10.15709/hswr.2019.39.1.293
Abstract
Problem drinking can cause physical and mental difficulties in daily lives. This study analyzed the effects of self-esteem on drinking problems and the moderating effects of gender and age groups by using multi-group analysis. The study sample is 8104 and the missing values were substituted using Full Information Maximum Likelihood Method (FIML). The result of the study showed that the higher the self-esteem, the lower the likelihood of having drinking problems. Moreover, the influence of self-esteem on drinking problems varied across different age groups. Specifically, the effect, while statistically significant on the male middle-aged group, was not significant on the male-youth group. And the effects of self-esteem was higher on the male-middle-aged compared to the female youth. Also the influence was statistically significant on the female-youth and male-middle aged groups compared to the female-middle aged group, which had no effect. Based on the result, this study suggests that program to enhance self-esteem and the alcohol addiction program specialized in different age groups are necessary.
초록
자아존중감은 우울과 스트레스를 발생하는 사회환경의 여러 요인으로부터 스스로를 보호하는 자원이다. 자아존중감은 통제에 필요한 세로토닌, 노르에피네프린, 도파민과 같은 호르몬 분비를 촉진하여, 인간사회환경에서 발생한 다양한 스트레스 요인을 음주가 아닌 자주적인 해결을 할 수 있게 한다. 자아존중감과 음주의 관계는 성별 및 연령집단을 고려해야만 한다. 남녀 간 음주율 차이는 연령이 증가할수록 커진다. 2016년을 기준으로 청년은 일주일에 5일 이상 음주하는 비율의 남녀 차이가 0.4%였던 반면, 중장년기의 경우 차이가 4.5%에 달했다. 실증적 검토를 위해 11차년도(2016년) 한국복지패널 데이터를 이용하여, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단(청년, 중장년) 간 다집단분석을 구조방정식 모형을 이용해 실시하였다. 연구대상자는 8104명이며, 결측치는 완전정보최대우도법(FIML)으로 처리하였다. 분석결과, 자아존중감이 높을수록 문제음주가 낮게 나타났다. 또한 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년에게는 유의미하지 않았지만, 남성중장년에게는 유의미하였다. 동일선상에서 자아존중감이 미치는 영향이 남성중장년에게서 유의미하였지만, 여성중장년에게서는 유의미하지 않았다. 여성청년에게는 통계적으로 유의미하였지만, 여성중장년은 유의미한 영향을 미치지 않았으며, 남성중장년에게서 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 여성청년보다 강하게 나타났다. 분석결과를 토대로 자아존중감 프로그램의 확대 필요성과, 연령집단별로 특성화된 알코올 중독프로그램 마련을 제언하고자 한다.
Ⅰ. 서론
우리나라 음주문화는 다양한 사회문제를 일으키고 있다. 우리나라는 술을 사회생활을 잘 하는데 필수요인으로 여겨, 술 잘 마시는 것을 능력으로 인정할 뿐 아니라, 술 마시고 한 실수에 대해서는 관대한 태도를 취한다. 호의적인 음주문화는 과도한 음주행위로 종종 이어져, 음주가 증폭한 가정폭력과 해체, 성폭행과 성폭력 그리고 음주운전 등 다양한 사회문제를 발생시키고 있다. 음주의 심각성은 국민건강영양조사에서 실시한 통계자료에서 실증적으로 드러난다. 통계자료에는 만 19세 이상을 대상으로 남성은 1회 평균 음주량 7잔 이상, 여성은 5잔 이상이면서 주 2회 이상 음주한 경우를, 고위험 음주 비율로 측정하였다. 조사결과, 여성 고위험 음주 비율이 2013년 5.4%, 2014년 6.6%, 2015년 5.8%로 조사되었으며, 남성 고위험 음주 비율은 2013년 19.7%, 2014년 20.7% 그리고 2015년에는 20.8%로 보고되었다(보건복지부 질병관리본부, 2015). 특히, 30대에서 40대 남성은 4명 중 1명이 고위험 음주자로 매우 심각하다. 가령, 최근 1년 동안, 월 1회 이상 술자리 한번 당 남성은 7잔(또는 맥주 5캔), 여성은 5잔(또는 맥주 3캔) 이상 음주한 경우를 고위험 음주자로 조사한 결과, 2015년을 기준으로 남자는 54.1%, 여성은 23.2%가 해당되었다. 고위험음주는 심각한 사회경제적 비용으로 이어진다. 가령, 2016년을 기준으로 음주는 9조 4524억원의 사회경제적 비용을 발생하였다(국민건강보험공단, 2016). 이는 흡연으로 인한 사고와 피해보다 2조 3266억원 더 높은 수치다. 특히, 소주 1병 이상을 주 2회 넘게 마신 경우로 고위험 음주를 조사한 결과, 2013년을 기준으로 사회비용이 6조 1761억원에 달하였다(정영호, 2016).
음주가 막대한 사회 비용을 발생하는 이유는 음주가 일상생활의 어려움 뿐 아니라, 각종 신체 및 정신질환의 원인이기 때문이다(김지훈, 강욱모, 2016). 가령, 음주문제는 대뇌에 영향을 미쳐, 기억력, 집중력, 의사결정 장애에서 더 나아가, 범죄행위, 공격적인 행동과 자살시도에도 영향을 미친다(김주현 등, 2018). 음주문제는 간질환 및 심혈관 질환과 같은 신체문제를 일으키며, 중추신경계에 영향을 미쳐 인지기능 및 알코올성 치매를 야기한다. 이때, 중추신경계에 영구적인 이상을 일으킬시, 비 음주상태에서도 치매 상태가 지속될 수 있다(김주현 등, 2018). 또 다른 선행연구는 46%의 대학생이 음주 전후 기억을 잃는 블랙아웃(black-out)을 경험했음을 보고하였다(Chun, 2002). 이와 같은 통제력 저하는 알코올 급성중독을 일으켜 연수기능 저하로 인한 구토 및 사망에까지 이르게 할 수 있다(Park, 2000).
음주가 초래하는 사회비용을 줄이기 위해서는 정책대상(성별, 생애별)을 구체화하여 국가건강정책의 효율성을 증진해야만 한다(김동식, 동제연, 우영지, 정지원, 2016). 세계보건기구는 젠더를 건강의 주요한 사회결정요인으로 파악하여, 젠더를 고려한 건강정책설계가 필요함을 제시하였다. 하지만 우리나라 건강증진정책의 중장기계획이라 할 수 있는 국민건강증진종합계획(HP: Health Plan)에서 조차 성별과 생애주기를 고려한 정책대상을 세부화하지 않고 있다. 보건 영역 중 특히 음주는 성별과 생애에 따라 매우 상이하다. 가령, 젠더적 관점에서 음주 빈도는 남성이 더 높게 나타나지만, 여성은 타인의 시선에 사로잡혀 조기 대처를 놓치고(김지훈, 강욱모, 2016) 심각한 질병으로 발전시킬 위험이 크다. 여성은 남성보다 체지방률이 높고 알코올분해효소가 낮아 더 높은 혈중알코올농도를 가지며(Gomberg, 1991), 남성보다 동일 음주량에 대한 신체 합병증(Schenker, 1997)과 중독도 취약하다(Pitkanen, Kokko, Lyyra & Pulkkinen, 2008). 여성은 소화기계통 기관이 약해 간질환에 쉽게 노출되며(허만세, 장승옥, 2010), 매일 4잔 술을 마시는 여성의 경우 유방암에 걸릴 확률이 40% 증가한다(Hill, 2002). 여성의 음주는 인지 기능 손상, 심장병, 골다공증과 골반골절로도 이어질 수 있다(Fisher & Harrison, 2009). 성별 간 음주양상 차이는 연령집단별로도 상이하다. 2016년을 기준으로 20세에서 24세는 일주일에 5일 이상 음주하는 비율이 남자는 전체 남자대비 1.7%, 여자는 1.3%로 나타나 0.4% 차이가 났다(국민건강보험공단, 2016). 하지만 남녀 간 음주율 차이는 연령이 증가할수록 커진다. 가령, 중장년기인 45세에서 49세의 경우 남자는 5.5%, 여자는 1.0%가 일주일에 5일 이상 음주를 하는 것으로 나타나 차이가 무려 4.5%에 이르렀다(국민건강보험공단, 2016). 일반적으로 청년기 초반 문제음주는 신체 질병보다 문제음주로 인한 성적저하 및 대학 결석 그리고 음주운전과 같은 사고로 이어진다(허만세, 장승옥, 2010). 반면, 중･장년기에는 청년기와 달리 종종 신체질환으로 발전한다. 가령, 10년에서 20년 동안 음주행위를 지속할 경우, 알코올성 간질환(Morgan, Mandayam & Jamal, 2004) 및 식도, 구강, 간암 및 인후암 발병률이 10배 정도 증가한다(이정진 등, 2014).
음주문제는 정신질환의 원인으로 막대한 사회비용을 수반함과 동시에, 정신건강에 영향을 많이 받는다. 자기-치료 가설은 음주가 스트레스, 우울, 불안과 같은 부정적인 정서를 치료하기 위한 수단으로 사용됨을 설명한다(Han, Lee & Shin, 2005). 이때, 자아존중감은 우울, 불안 스트레스를 야기할 수 있는 사회환경의 다양한 요인으로부터 스스로를 보호하고 회복하는 자원이 된다. 자아존중감은 다양한 사고활동과 관계 속에서 통합적으로 형성된 주요한 개인 역량이다. Rosenberg(1979)는 자아존중감이 반영된 평가, 사회적 비교, 자기귀속 그리고 심리적 중심성에 의해 통합적으로 형성되었음을 주장하였다. 반영된 평가란 나에 대한 타인의 태도에 기초하여 스스로 평하는 것을, 사회적 비교는 준거집단에 속한 타인과 자신을 비교하여 발달하는 것을 말한다. 자기귀속은 스스로의 행동과 결과를 판단해 형성하는 것을, 심리적 중심성이란 강점을 중심화하고 약점은 주변화하여 발달하는 것을 의미한다. 기존 연구에서 자아존중감이 낮을수록 음주 중독 및 의존성이 높게 보고되었으며, 높은 자아존중감을 가진 사람일수록 건강한 음주습관을 지니고 있음이 나타났다(Park, 2008).
이처럼 자아존중감은 문제음주에 막대한 영향을 미치지만, 문제음주와 정신건강 간의 관계에서 방향성 논의는 여전히 분분하므로 이에 대한 학문적 논의는 의미가 있을 것으로 사료된다. 자아존중감과 문제음주의 방향성에 관한 논의는 사회 개입이 알코올문제와 자아존중감 중 어디에 초점을 두어야하는가에 대해 정보를 제공한다. 자아존중감과 문제음주의 관계에서 대립되는 두 방향은 독성가설과 긴장감소가설로 요약된다. 독성가설을 지지한 기존 연구는 반복적인 음주행위가 가져오는 생리 변화가 자아존중감을 위협함을 말한다(강상경, 권태연, 2008; 권현수, 성희자, 2010). 즉, 알코올 독성이 뇌세포를 파괴하여, 뇌기능 저하 및 감정을 유발함을 설명한다. 하지만 독성가설은 개입방안을 문제성 음주 치료에서 찾아 병리적인 접근을 취하여, 보편적 개입방안 모색에는 한계를 가진다. 이미 알코올중독 상태에 있는 경우, 원인을 명확히 알기 어려우며, 경과 양상이 일정치 않을 뿐 아니라 재발률도 70%에 이르러, 개입효과가 있음을 확정하는건 대다수의 경우 무리수이다(성상경, 방양원, 함웅, 1993). 일반적으로 재발도 비교적 이른 시기에 발생하여, 6개월 이내 이루어지고 있다(성상경, 방양원, 함웅, 1993). 독성가설과는 달리, 긴장감소가설(Conger, 1956)은 스트레스 해소를 위한 알코올 섭취를 설명한다. 긴장감소가설을 지지한 기존 연구는(Dawson, Grat, Stinson & Chou, 2005; Geisner, Larimer & Neighbors, 2004; Pedrelli et al., 2011; Weitzman, 2004), 낮은 자아존중감이 사회 위기 상황에서 발생하는 스트레스의 적절한 대처를 방해하여 문제음주로 이어질 수 있음을 제시한다. 이에 여러 연구들은 긴장감소가설에 따라 자아존중감이 문제음주에 선행함을 설명하였다(허만세, 2012; Dehart et al., 2008; Jessor, Costa, Krueger & Turbin).
하지만 자아존중감과 문제음주와의 관계는, 성별과 연령에 따라 생물학, 심리학 그리고 사회학적인 측면에서 상이한 영향을 나타내므로, 성별과 연령을 고려하여 설명해야만 한다(이정진 등, 2014; 임정재, 이민아, 2013; Pedrelli et al., 2011). 문제음주에 영향을 주는 사회적, 개인적 요인들은 성별과 같은 생물학적 요인을 제외하고, 영향력이 생애주기에 따라 변화하는 특성을 가진다(Erickson, 1982). 성인남성의 음주행태 결정요인을 분석한 기존연구에서도 연령별 차이를 검증하였으며(김영희, 손창우, 2018), 청년의 문제음주에 미치는 사회생태학적 결정요인을 데이터마이닝 방법을 사용하여 분석한 선행논문에서 성별과 연령은 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(이숙현, 문상호, 2018). 기존연구는 성별이 문제음주에 미치는 중요성을 인지하고, 남자대학생(서경현, 2012), 여자대학생(정슬기, 2007), 중년여성(허만세, 2012)과 같이 특정 성별만을 연구대상으로 분석하기도 하였다. 잠재성장곡선모형을 이용하여 청년기 초반 성인의 알코올문제 변화 추이를 살펴본 연구에서도 성별 간 차이의 중요성을 인지하고 이를 검증하였다(허만세, 장승옥, 2010). 대학교 학생 1705명을 대상으로 부정적인 정신건강이 알코올 섭취에 미치는 영향을 조사한 결과, 여성과 남성 모두 부정적 정신건강이 알코올 섭취를 증가하였으나, 증가정도가 남성에게서 더 강하게 나타났다(Geisner, Larimer & Neighbors, 2004). 이처럼 자아존중감과 문제음주와의 관계에서 성별과 연령이 중요한 요인이지만, 성별과 연령을 고려해 집단 간 차이를 검증한 연구는 부족한 실정이다. 김지훈･강욱모(2016)는 문제음주와 자아존중감 간의 관계에서 성별의 조절효과를 살펴보고자 잠재성장모형을 이용하였지만, 연령에 따른 관계는 파악하지 않았다. 기존연구가 가진 한계점으로 인하여, 문제음주 해결을 위한 개입방안은, 대상의 성별 및 연령집단 간 특성을 고려하지 않은 획일적인 대응책만을 제시하고 있다.
따라서 본 논문은 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단 간 차이에 주목하고, 대상자의 특성을 반영한 이론 및 실천적 개입방안을 모색하였다. 여기서 연령집단으로는 법적으로 음주 행위가 허용된 성인 중 청년과 중장년을 대상으로 하였다. 노인은 일생에 여러 사회 경험을 겪어 변화에 적절한 대응 능력을 가지고 있을 뿐 아니라, 새로운 변화보단 이전 변화에 적응하는 시기이다. 이에 노인은, 변화 대처 능력인 자아존중감과 같은 개인적 자질보단, 노인빈곤, 가족관계(조자영･이경민, 2015) 및 고독에 해당하는 사회적 현실에 대한 개입이 보다 절실하다. 하지만 청년은 취직 및 배우자선택 그리고 중장년은 자녀출가 및 실직 등 새로운 변화를 맞이하며, 이때 자아존중감에 따라 변화에 대한 적응력이 달라져, 자아존중감이 문제행동에 주요한 영향을 미칠 것으로 예상된다. 그럼에도 불구하고 청년과 중장년을 대상으로 자아존중감과 문제음주 간의 관계를 살펴본 연구가 부족한 실정이다. 이에 본 연구는 청년과 중장년의 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단 간 차이를 검증하고자 연구문제 및 연구가설을 설정하였으며 이는 아래와 같다. 본 연구문제 및 연구가설의 실증적인 검증을 위해 한국복지패널 11차(2016년)년도 데이터를 사용하였다.
연구문제1. 자아존중감이 문제음주에 영향을 미치는가?
연구가설 1-1. 자아존중감이 높을수록 문제음주 수준이 낮아질 것이다.
연구문제2. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향은 성별과 연령집단에 따라 다르게 나타나는가?
연구가설 2-1. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향의 크기가 남성청년, 여성청년, 남성중장년 그리고 여성중장년 간 다르게 나타날 것이다.
Ⅱ. 이론적 배경
1. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
가. 감정조절이론
알코올 중독을 본능과 충동으로 설명했던 기존관점에서 벗어나 자아존중감 및 자기구조 결함으로 설명한 이론으로는 감정조절이론이 있다. 감정조절이론은 모든 사람이 자신의 감정을 조절하는데 도움 받을 수 있는 자기 대상을 필요로 한다고 주장한다(Flores & Carruth, 2015). 감정조절이론에 따르면, 감정조절 능력이 부족한 사람은 본인의 감정을 조절하기 위해 니코틴, 코카인, 알코올과 같은 중독물질을 도움을 받을 수 있는 대상으로 선택한다. 이때, 자아존중감이 높은 사람은 정서중심적인 대처보다 문제중심적인 대처가 가능하여(Raindran et al., 1977) 감정혼란으로부터 스스로를 보호할 수 있는 능력을 가진다. 한 선행연구는 과업수행을 어떻게 인지하는지가 음주섭취에 영향을 미침을 보여주었다. 선행연구에서 지적 능력을 요구하는 과업 수행 시, 성공적인 수행을 예측한 참가자는 실패를 예상한 참가자보다 음주율이 낮게 나타났다. 하지만 실패를 예상한 참가자에게 과업과 관련한 다른 대안 방안을 제시하였을 때, 이전과는 달리 높은 음주율이 나타나지 않았다(Cooper et al., 1992). 즉, 음주는 대처할 수 있는 다른 방안이 없다고 여길 때 하나의 방편으로 사용될 수 있다(Cooper et al., 1992; Khantzian, 1985). 가령, 자아존중감이 낮은 사람은 사회적 지위상실, 박탈감 그리고 친구나 가족의 사망과 같은 위기 상황에서 알코올 중독에 보다 쉽게 빠질 수 있다(김지훈･강욱모, 2016). 자아존중감이 문제음주를 선행하는 주요한 요인임은 여러 연구를 통해서도 일관적으로 나타났다(허만세, 손지아, 2011). 감정조절이론과 동일선상 논의에 있는 가설로 알코올 섭취가 긴장감소 해소를 위한 목적으로 이뤄짐을 설명한 긴장감소가설(tension reduction theory; Conger, 1956)이 있다. 긴장감소가설은 이론과는 달리 대립되는 논의가 활발히 이루어지며, 긴장감소가설은 독성가설과 대립되는데, 긴장감소가설에 대한 보다 구체적인 논의는 이어 제시하고자 한다.
나. 독성가설과 긴장감소가설
독성가설을 적용하여 문제음주와 자아존중감의 관계를 설명한 논의에 반하여, 긴장감소가설에 따라 자아존중감이 문제음주에 선행하는 요인임을 보여주는 논의는 여전히 의미가 있다. 문제음주가 자아존중감의 원인임을 제시한 선행연구는 방법론상으로 인과관계를 주장하기에는 무리가 있다(허만세, 2012). 우선, 독성가설이 논의하는 연구모형은, 문제음주자만을 연구 대상으로 하여 샘플수가 적어 일반화하기 어렵다. 반면, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향은 여러 종단연구 및 보다 면밀한 분석방법을 통해 일관성있게 논의되었다. 이전부터 선행연구는 낮은 자아존중감을 알코올중독의 원인이 되는 가장 주요한 심리요인으로 설명하였다(Furnham & Lowick, 1984; Skager & Kerst, 1989). 자아존중감과 문제음주와의 관계를 잠재성장모형을 통해 분석한 국내 연구에서, 높은 자아존중감을 가진 베이비부머의 문제음주 초기치와 변화율 모두가 유의미하게 낮게 나타났다(김지훈, 강욱모, 2016). 허만세(2012)는 자아존중감과 문제음주의 종단관계를 Gollob & Reichardt(1991)가 인과분석모델 충족을 위해 제시한 세가지 요소 모두를 만족하는 LDS(Latent Difference Scores) 모델을 사용해 제시하였다. 여기서 LDS는 첫째, 한 개 변수가 한번 이상 반복 분석된 지연효과와 둘째, 한 개의 요인과 또 다른 요인이 반복 측정된 사이의 교차효과 및 셋째, 처음 측정 시점에서 두 요인간의 상관관계를 포함하여 Gollob와 Reichardt(1991)가 제시한 인과분석 모델 세가지 조건 모두를 충족해야만한다. 이 외에도 종단연구를 통해 불안이 문제음주에 미치는 영향을 살펴본 한 선행연구는, 같은 수준의 불안감을 가진 사람이여도 알코올 자가처방을 통해 해소하고자 했던 사람에게만 문제성 음주행위가 발전됨을 보여주었다(Pedrelli et al., 2011). 이는 음주 중독성이 자가처방을 통한 섭취 이후 발달되었음을 나타내어, 자아존중감에 따라 달라질 수 있는 불안감에 대한 대처가, 문제음주에 상이한 영향을 미칠 수 있음을 나타내었다.
다. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
자아존중감이 문제성 음주에 미치는 영향은 생물학적으로도 설명할 수 있다. 자아존중감은 통제에 필요한 세로토닌, 노르에피네프린, 도파민과 같은 호르몬 분비를 촉진한다(박원명, 민경준, 2012). 세로토닌, 노르에피네프린, 도파민 호르몬은 음주 절제를 위한 동기부여 뿐 아니라, 지속에도 관여한다(박원명, 민경준, 2012). 자아존중감은 집중과 이성적인 생각 및 정서조절에 관여하는 전두엽피질 역할 유지에도 관여하며(Kuhar, 2012), 감정적이고 충동적인 행동을 유발하는 편도체 활성화를 억압하여 반사적 음주행위가 나타나지 않도록 한다(Kuhar, 2012).
생물학적인 관점 외에 자아존중감은 사회적 측면에서도 문제음주 보호요인으로 작용한다. 자아존중감이 높은 사람은 타인과의 관계에서 발생하는 여러 문제를 음주에 의존하지 않고 스스로 건강하게 해결할 수 있다(Flores & Carruth, 2013). 자아존중감은 다양한 관계를 건강하게 대응할 수 있는 능력을 보여주는데, 이는 자아존중감이 주요한 타인과의 관계 뿐 아니라(Dehart et al, 2009) 나와 자신과의 긍정적인 관계 안에서 형성되기 때문이다(Kohut, 1977). 자아존중감이 높은 사람은 나와 스스로와의 관계를 존중하고 있다는 점에서, 타인도 존중할 능력을 가지고 있을 것임을 예측할 수 있는데, Omstein(1981)은 자신이 독립적인 자주성을 유지할 때, 타인의 자주성도 이해할 수 있다고 덧붙였다. 선행연구에서도 자아존중감이 낮은 경우, 인간관계에서 발생한 부정적인 정서를 스스로 통제하는데 실패하여, 음주에 의존해 해결함을 보여주었다(김지훈, 강욱모, 2016; Dehart et al., 2009).
2. 성별에 따른 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
여성과 남성의 상이한 음주동기는 자아존중감과 문제음주와의 관계에서 성별을 고려해야함을 시사한다. 보다 많은 남성이 사교적 욕구로, 여성은 부정적 감정 해소를 위한 대처동기로 술을 마신다. 한 선행연구는 사교동기나 기분고양 동기를 위한 음주는 정신건강과 관계가 없지만, 대처동기는 정신건강과 밀접히 연관됨을 제시하였다(Kuntsche et al., 2005). 여성의 문제음주는 전 연령대에서 우울에 상당한 영향을 받는다(김계하, 2004). 특히, 적절한 음주는 부정적 감정보다 재미나 사교적 동기로 발생하는 반면, 문제성 음주는 스트레스와 낮은 자존감이 원인으로 지목된다(DeHart et al., 2009).
성별 간 다른 음주동기 뿐 아니라, 우리나라 사회의 차등적인 성역할은, 성별에 따른 자아존중감과 문제음주와의 관계를 다르게 한다. 남성은 음주를 남성성을 표현하는 수단으로 여겨, 음주를 통해 쾌락을 추구하는 경향을 가진다. 성역할구분은 가족의 음주행위와 관련해서도 남녀 간 반응이 다르며, 일반적으로 여성이 더 밀접한 영향을 받는다(장승옥, 2006). 가령, 전통적인 성역할 규범을 가진 여성일수록 음주빈도가 낮으며(Christie-Mizell, Peralta, 2009), 남성과 달리 여성은 임신, 자녀양육, 결혼이 음주빈도를 낮추는 요인으로 지목된다(이정진 등, 2014; Christie-Mizell, Peralta, 2009). 또한 여성은 배우자나 교제하는 사람을 통해 음주행위를 시작하거나 유지하는 경우가 많은데(Wilsnack, 1996) 남성가구주의 문제성 음주가 증가할수록 여성배우자의 문제성 음주도 함께 증가하는 양상을 보인다(윤명숙, 조혜정, 2012).
사회적인 특성에서 더 나아가, 여성과 남성의 심리적 특성도 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 성별에 따라 다르게 나타날 수 있음을 암시한다. 가령, 에스트로겐은 민감성을 높여 여성을 부정적 감정에 취약하게 한다. 반면, 남성의 테스토스테론은 민감성을 낮춰, 남성이 부정적 감정에 보다 잘 대처할 수 있도록 한다(Holden, 2005). 우리나라는 남성에게 독립적이고 성취지향적이며 활동적인 면모를, 여성에게는 온화함 및 민감성과 같은 정적인 특성을 요구한다(하문선, 김지현, 2016). 이에 남성은 자아존중감과 같은 활동적인 정신건강에 여성은 우울(이숙현, 2015)과 같은 부정적인 정신건강에 더 민감히 반응한다. 기존연구는 사회에서 남성에게 강조하는 주도성과 같은 특질이 보다 자아존중감 특성과 일치하기 때문에, 남성의 자아존중감이 여성보다 전 연령대에서 높게 나타남을 보여주었다(Kling et al., 1999). 하지만 여성의 높은 민감성이 반드시 더 높은 문제음주로 이어지는 것은 아니다. 이는 남성이 보다 음주를 부정적 상황에 대한 대처방안으로 찾기 때문이다(Cooper et al., 1992). 즉, 여성은 사회적으로 부정적인 감정을 보다 내면화하도록 학습한 반면, 남성은 표출하도록 학습 받았다(Dohrenwend & Dohrenwend, 1976). 이로인해 여성은 부정적인 상황을 내면화하여 불안과 우울로 발전시키는 반면, 남성은 보다 표출적인 성격 이상과 약물 및 알코올 남용 특성을 나타낸다(Dohrenwend et al., 1980). 가령, 한 연구에서 스트레스와 문제음주의 관계가 남성에게만 유의미하였다(Cooper et al., 1992). 또한, 알코올이 부정적 상황 해소에 도움을 주는지 조사한 결과, 음주는 남성과 여성 모두의 스트레스를 감소시켰지만, 여성은 알코올을 섭취했다는 사실에서 새로운 부정적 감정이 발생하였다(Abrams & Wilson, 1979). 이처럼 여성은 음주에 대한 사회적 몰이해와 낙인으로 인한 수치심 및 치료에 어려움을 겪는다(장승옥, 정은아, 2008).
3. 연령집단에 따른 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
가. 자아심리이론
에릭슨의 자아심리이론은 서로 다른 발달과업을 제시하여, 연령 집단 간 문제음주 양상이 다를 수 있음을 암시한다. 자아심리이론의 핵심은 자아정체감 형성이다. 에릭슨은 자아정체감 확립을 위해서는 일생동안 여덟까지 과업을 수행해야 함을 제시하였다(정옥분, 2015, p.92). 여기서 자아심리이론은 우리나라 청년의 주요한 역할수행이 무엇인지 설명한다. 자아심리이론의 청년기에 해당하는 ‘정체감 대 정체감 혼미’와 성년기의 ‘친밀감 대 고립감’은 우리나라 청년이 달성해야 하는 목표다(정옥분, 2015, p.93). 친밀감 대 고립감시기인 청년기에는 입시 이후 새로운 사회적 관계망을 형성하는 과정에서 음주행위가 이뤄진다. 즉, 입시스트레스 해방을 즐기기 위한 형태로(이원재, 2001) 또래 관계 안에서 음주 행위가 나타난다. 선행연구에서도 대중미디어보다 주변인의 건강 조언이 건강행위에 보다 큰 영향을 미치는 것으로 나타났으며(Nguyen et al., 2010), 타인과의 관계는(Engs & Hanson, 1990) 선행연구를 통해 중요한 음주동기임이 밝혀졌다. 특히 청년기의 발달과업을 고려했을 때 또래관계가 음주에 큰 영향을 미칠 것임을 예상할 수 있다. 기존연구에서도 또래음주정도를, 친한 친구 중 술 마시는 친구 비율로 측정한 결과, 또래음주정도가 높을수록 남녀 대학생 모두에게서 문제성 음주 수준이 높게 나타났다(정슬기, 2007). 반면, 중장년기에는 ‘생산성 대 침체성’ 과업을 수행해야만 한다. 여기서 생산성이란 다음 세대를 이끄는 것과 관련한 것으로, 생물학적, 직업적, 문화적 생산성이 이에 해당한다(정옥분, 2013, p.380). 이때 중장년의 성공적인 자녀양육은 생물학적 생산성에, 긍정적인 직장활동은 직업적 생산성에 해당한다. 선행연구에서도 직업적 생산성을 살펴볼 수 있는 중장년의 실직은 알코올 섭취량 및 폭음 모두에 유의미한 영향을 미치는 것으로 나타났다(Popovici & French, 2013). 또한 중장년의 생물학적 생산성과 관련하여, 자녀동거가 알코올 중독을 3배 가량 낮춤이 실증적으로 제시되었다(Joutsenniemi et al., 2010).
나. 연령집단에 따른 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
청년기와 중장년기는 다른 음주동기를 갖기 때문에, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 구별된다. Cox와 Klinger(1988)는 음주동기를 대처, 고양, 사교 그리고 동조동기로 분류한다. 여기서 대처동기란 부정적인 정서를 조절하기 위한 음주행위를, 고양동기는 긍정적인 정서 향상을 위한 음주섭취를 말한다. 사교동기는 다른 사람과의 교류를 위한 음주행위를, 동조동기는 사회 비난을 피하기 위한 음주섭취다. 청년과 같은 성인 초기에는 사교 및 사회 비난을 의식하면서 음주를 하지만, 중장년기에 들어설수록 감정 문제 해결을 위한 음주행위가(이정진 등, 2014) 나타난다. 이때, 집단 간 다른 음주동기는 자존감이 문제음주에 미치는 영향을 상이하게 할 수 있다.
우리나라에 만연한 전통적인 성 고정관념은 여성청년과 여성중장년의 음주행위를 구별한다. 우리나라 성 고정관념은 여성의 음주행위에 적대적인 태도를 취하고 있다. 성 고정관념과 문제음주와의 관계를 살펴본 기존연구는 일관적으로 전통적인 성역할에서의 남성성이 보다 높은 알코올 섭취와 관련됨을 보고하였다(장승옥, 2006). 우리나라 성고정관념은 계속적으로 약화하였으며, 여성 음주에 대한 거부감도 지속적으로 줄어들었다. 이로부터, 여성청년은 여성중장년과 비교하여 전통적인 성역할을 거부하므로, 문제성 음주에 노출될 위험이 더 크게 나타날 것임이 예측될 수 있다. 청년 여성의 사회 진출 역시 과거 여성중장년 시대와는 달리 증가하여, 사회 및 직장생활에서 여성 음주의 접촉빈도가 높아졌다. 한 연구는 여자 대학생의 경우 일반 여성 성인보다 높은 음주율을 보이며, 대학 집단 내에서는 남녀간 음주 차이가 나타나지 않음을 제시하였다(장승옥, 2003).
우리나라 청년과 중장년은 정반대되는 사회 상황에 놓여있기 때문에 서로 다른 양상을 보인다. 우리나라 청년은 진로설계, 취직 그리고 배우자선택과 같이 새로운 변화를 결정하는 시기에 있다. 다양한 역할수행을 선택하는 과정에서 청년은 혼란과 미래에 대한 불안을 겪으며, 질풍노도의 시기로도 불린다. 대학생 289명을 대상으로 한 유채영과 김혜미(2010) 연구는 미래에 대한 불안감이 문제음주에 부정적인 영향을 미침을 실증적으로 보여주었다. 더불어 질풍노도 시기에 해당하는 청년의 음주행위는 충동성, 감각추구성향 그리고 탐색추구성향을 보인다(Kim et al., 2007). 즉, 청년의 음주행위는 위험회피성향, 스트레스 민감성 그리고 구직에 대한 불안감 대처를 위해 이뤄진다(Kim et al., 2007). 대학내일 20대 연구소에서 조사한 바에 의하면 청년층의 73.3%가 취업/진로를 가장 큰 고민거리로 응답하였으며, 66.1%가 취업 진로로 인해 스트레스를 받는다고 말하였다(대학내일 20대연구소·리서치팩토리, 2015). 취업 및 진로에 대한 스트레스는 이를 해소하기 위한 청년의 음주행위로 이어질 수 있다. 가령, 선행연구에서 우리나라 대학생이 겪는 취업스트레스는 음주량과 음주빈도 모두를 유의미하게 설명하였다(남진열, 2008; 서경현, 김성민, 2009; 장수미, 경수영, 2013).
반대로, 중장년은 자녀 출가, 은퇴, 부모의 죽음 때론 배우자 사별에 이르기까지 기존에 수행하던 사회 역할이 축소한다. 이와 같은 중년기 특성을 중년의 위기라고 표현한다(정옥분, 2013, p.374). 즉, 중･장년기에는 경제 및 사회 위기와 같은 혼란 상황이 자아존중감과 상호작용하여, 위기상황에 대한 돌파구로 음주행위가 이뤄진다(김지훈, 강욱모, 2016). 결혼생활과 양육은 중년기 때 위기 상황에 놓이지만, 동시에 목적의식 및 책임의식을 부여하여 흡연 및 음주와 같은 부정적인 건강행위 통제로도 이어질 수 있다(Umberson, 1987). 선행연구에서도 중년기 여성이 놓인 가정에서의 역할축소 및 불안정감과 정체성 문제는 음주 원인으로 지목되었다(박눈꽃, 2005). 더불어 전업주부인 중년여성은 인생이 남편과 자녀 양육만이 전부였기에, 허탈감과 ‘공허한 둥우리 증상’을 경험하여 문제음주가 발생할 수 있다(허만세, 2012). 반면, 직장생활을 하는 중년여성은 직장과 가정생활 양립에서 발생하는 스트레스로 음주를 할 수 있다(이희종, 제갈정, 2002). 중년남성의 실직으로 인한 경제위기도 고위험음주 요인에 해당한다. 일반적으로 소득과 음주율이 비례하게 나타나지만, 고위험 음주와 음주로 인한 사망은 모두 저소득층에서 더 높게 발생한다(한겨레사회정책연구소, 2015).
4. 문제음주 결정요인
음주문제는 사회생태학적인 관점에서 설명되므로(신원우, 2010) 문제음주를 종속변인으로 논의 시 다양한 요인을 통제변인으로 고려해야한다. 사회생태학적 관점의 중요성은 Bronfenbrenner(1979)에 의해 처음 제시되었다. Bronfenbrenner(1979)는 개인의 요인을, 개인과 직접적으로 관련된 요인에서 더 나아가 사회심리학적인 차원에서 살피는 것의 중요성을 말하였다. 이로부터 건강상태 뿐 아니라 문제음주를 포함한 건강행위 연구에서도 생리 및 사회생태학적인 관점에서의 규명이 시도되었다(이숙현, 문상호, 2018; Jessor, 1977).
연령에 따라 음주양상은 다른 특성을 보인다. 가령, 14세에서 62세에 이르는 1796명의 남녀 쌍둥이를 연구한 결과, 연령에 따른 상이한 음주양상이 나타났다. 이 연구에 따르면, 생애주기 초반에는 환경적 요인이 음주에 많은 영향을 미치지만, 시간이 지날수록 유전적 요인이 음주에 미치는 영향이 증가하여, 35세경에는 유전적 요인이 보다 큰 비중을 차지하였다(Kendler et al., 2008). 생물학적으로 음주문제는 뇌 화학물질 작용 및 성차의 신체대사반응과 같은 다양한 요인들이 관여한다. 국민건강영양조사 심층 분석과 성인남성 문제음주 변화를 분석한 결과에 따르면, 연령이 증가할수록 문제음주는 낮게 나타났다(송태민 등, 2012).
실업상태는 부정적인 스트레스를 야기하여 음주와 흡연등과 같은 건강행위를 악화시키는 요인으로 나타났다(홍대균 등, 2009). 취업은 사회적 관계망을 확대하고 경제활동에 참여함으로써(이숙현, 한창근, 2017) 경제적, 정서적인 측면에서 문제음주를 통제하는데 긍정적인 역할을 한다. 특히 남성은 직장이 있는 경우, 가정보다 직장생활을 중심으로 생활하기 때문에(김보운 등, 2016) 경제활동참여여부가 음주에 많은 영향을 미칠수 있다.
소득은 그 자체로써 사회적 지위로 간주되어 긍정적인 정신건강을 형성할 뿐 아니라(이숙현, 2015), 소득이 부정적인 상황을 해결하고, 부정적인 감정을 해소하는데 도움을 줌으로써 음주행위의 대처자원으로 소비될 수 있다. 기존 연구에서도 소득이 음주와 흡연과 같은 대처 여가활동을 가능하게 하여 건강행위에 긍정적인 영향을 미치는 것이 나타났다(정설, 2015).
종교는 종교 안에서 새로운 공동체를 형성하여, 사회적 관계망을 넓혀 긍정적인 정신건강 형성에 도움을 주므로 문제음주로부터 보호할 수 있다. 일반적으로 종교가 있는 사람의 음주행위가 없는 사람보다 낮게 나타난다(Ellison & Levin, 1998). 특히, 우리나라 종교의 과반수 이상을 차지하는 기독교와 천주교에서는 금주가 규율로 직접 명시되어있다. 불교 위빠사나명상 역시 문제음주의 직접적인 보호요인이라 볼 수 있다. 불교의 위빠사나 명상은 종교적 관념을 제외하여 마음챙김명상으로 명명해 이미 대중화되었으며, 마음챙김명상은 해외 뿐 아니라 우리나라 알코올중독 치료프로그램으로 널리 이용되고 있다. 이미 국내에서도 불교의 위빠사나 명상에서 파생된 마음챙김명상을 살펴본 다양한 연구가, 마음챙김명상이 금주자기효능감(이용주, 2014) 및 대학생 문제음주 행동 치료(신정연, 2011)에 효과적임을 보여주었다.
가구원수는 가족이 사회적 자본의 기반이 된다는 점에서 생애 전반에 매우 중대한 영향을 미친다. 가령, 혼인상태와 생존자녀유무 등을 포함한 가족구조와 건강행위를 연구한 기존연구결과 가족구조는 음주태도에 유의미한 영향을 주는 것으로 나타났다(이은지, 전혜정, 2015). 가족은 사회적지지망 중에서 가장 밀접한 사회적 관계망이라고 볼 수 있는데, 가족의 중요성은 콜만이 사회적 자본은 가족내 그리고 가족외 사회적 자본으로 구분했다는 점에서도 찾을 수 있다(Coleman, 1994).
학력은 그 자체로 높은 사회적 지위를 형성하고, 학력이 부모의 경제적지위와도 연관될 뿐 아니라 경제적지위로도 연결됨으로써 높은 학력은 문제음주로부터 보호할 수 있는 긍정적인 정신건강을 형성한다. 성인 남성의 문제음주에 영향을 미치는 요인을 분석한 기존연구에서도 학력은 문제음주로부터 보호하는 요인임이 나타났다(이용철, 임복희, 2010).
이에 본 연구는 성별 및 연령집단에 따라 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향을 살펴보는데 있어, 위에서 열거한 배우자유무, 종교유무, 학력, 경제활동참여, 가구원수, 연령, 경상소득을 통제변인으로 설정하였다. 많은 연구가 우울(신원우, 2010; 장수미, 2017) 및 스트레스(장수미, 경수영, 2013)를 문제음주의 선행요인으로 살펴보았지만, 상대적으로 자아존중감을 제시한 선행연구는 적어 정신건강과 문제음주 간의 관계가 병리적으로 논의되었다는 한계를 가진다. 동일 선상에서 문제음주에 대한 개입방안 역시 결핍, 무능력과 같은 단어를 포함한 병리적인 맥락으로 논의되었다(김민석 외, 2018: 224). 병리적 관점의 논의가 가진 한계를 인지하고 자기통제력, 자아존중감과 같은 긍정적인 정신건강 요인과 문제음주와의 관계에 대한 고찰이 이루어졌지만 여전히 역부족한 현실이다(유채영, 이주경, 2016; 허만세, 2012). 이때, 자아존중감은 자신과 타인에 대한 평가 및 외부 환경에 대한 통제력 등 복합적인 의미를 내포하여 대표적인 긍정적인 정신건강으로 볼 수 있다. 하지만 기존 자아존중감과 문제음주와의 관계를 나타낸 연구에서도 성별 및 연령집단 간의 차이를 고려하지 않아 생애주기 차원에서 효율적인 개입방안을 마련하는 데는 한계를 나타내었다. 따라서 본 논문은 이론적 논의를 기반으로 아래 [그림 1]의 연구모형을 설정하여 실증적인 분석을 진행하였으며, 분석결과를 통해 실천 및 정책적 개입방안을 설정하였다.
Ⅲ. 연구방법
1. 자료수집 방법 및 연구대상
본 연구는 한국복지패널 11차(2016년) 데이터를 사용하였다. 한국복지패널은 보건복지부, 한국보건사회연구원, 서울대학교에서 2006년도부터 현재까지 서울을 포함한 7개 광역시와 제주도를 포함한 9개의 가구를 대상으로 전국적으로 조사되고 있는 대표성있는 종단조사이다. 표본은 2005년도 인구주택총조사 90%자료에서 2006 국민생활실태조사 30,000가구를 대상으로 2단계 층화 집락 추출하였다. 그리고 이들 가구 중 소득계층별로 저소득층과 일반가구 각각 3,500 가구씩 층화집락계통추출 방법으로 표본 7000가구 선정 및 최종적으로 7,072가구로 1차년도 데이터를 구축하였다. 표본 50%를 중위소득 60% 이하인 저소득층(빈곤선 120% 이하 가구) 그리고 중위소득 60%를 초과하는 일반 가구를 50%로 선정하여 저소득층 가구를 과대표집하였다.
본 연구의 연구대상은 청년 2981명, 중장년 5123명으로 총 8104명이다. 이때, 결측값 처리는 완전정보최대우도법(Full-Information-Maximum-Likelihood Method: FIML)을 사용하였다.
2. 측정도구
가. 종속변수: 문제음주
본 연구는 문제음주를 측정하기 위해 한국복지패널에서 사용한 CAGE척도를 사용하였다. CAGE 척도는 NIAAA(National Institute on Alcohol Abuse & Alcoholism)에 의해 개발되었다. CAGE 척도는 음주 수준에 대한 4가지 문항으로 구성되어 있다. 4개 문항은 ‘술을 줄여야 한다고 느낀 적이 있습니까?’, ‘술로 인해 다른 사람으로부터 비난 받는 것을 귀찮아하고 있습니까?’, ‘술을 계속 마시는 것이 나쁘다고 느끼거나 죄책감을 느낀 적이 있습니까?’그리고 ‘숙취를 제거하기 위해서 아침에 깨자마자 술을 마신 적이 있습니까?’이다. 이때, ‘예’는 1점, ‘아니오’는 0점으로 한다. 본 연구에서 CAGE 척도의 신뢰도는 .693으로 나타났다.
나. 독립변수: 자아존중감
한국복지패널 Rosenburg의 자아존중감 척도(Rosenberg Self Esteem Scale)를 사용해 자아존중감을 측정하였다. Rosenberg의 자아존중감은 개인이 자신에 대해 느끼는 가치 정도를 제시한다(Rosenberg, 1979). Rosenberg의 자아존중감 척도는 10문항으로 구성되어 있고, 응답자는 4점 척도(대체로 그렇지 않다, 보통이다, 대체로 그렇다, 항상 그렇다)로 응답하며, 점수가 높을수록 자아존중감이 높음을 의미한다. 한국복지패널에서 사용한 Rosenberg의 자아존중감 척도는 5개의 긍정적 문항과 5개의 부정적 문항으로 구성되어 있다. 본 연구에서는 원척도의 탐색적 요인분석을 실시한 결과 ‘내가 나를 더 존경했으면 좋겠다’와 ‘내가 좋지 않은 사람이라고 생각한다’의 요인적재량이 0.4미만으로 나타났다. 이는 한국복지패널 9차년도 데이터를 이용하여 본 연구와 동일한 Rosenburg의 자아존중감을 확인적 요인분석 결과에 따라 위의 2문항을 삭제한 기존 선행연구의 연구방법과도 동일하다(윤수경, 2016). 뿐만 아니라, 한국복지패널데이터를 이용하여 알콜의존 변화요인을 분석한 기존연구에서도 탐색적 요인분석을 통해 ‘나는 내 자신이 좀 더 존경할 수 있었으면 좋겠다’라는 문항을 제외하여 자아존중감을 측정하였다(김보은 등, 2016; 최수미, 조영일, 2013: 576). 이에 본 연구는 위의 2문항을 제외한 후 탐색적 요인분석 결과에 따라 자아존중감을 ‘나는 좋은 성품을 지녔다’, ‘긍정적인 태도를 가졌다’, ‘대체로 만족’을 한 요인으로 묶었으며, ‘나는 가치있는 사람이다’, ‘다른 사람들과 같이 일을 잘 할 수 있다’, ‘내 자신이 쓸모없는 사람이라는 느낌’를 한 요인으로 그리고 ‘나는 실패한 사람이라는 느낌이 든다’, ‘자랑할 것이 별로 없다’로 구분하여 총 3가지로 분류하였다. 본 연구에서 자아존중감 척도의 신뢰는 .810으로 나타났다.
Ⅳ. 연구결과
1. 연구대상자의 일반적 특성
자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 성별 및 청년과 중장년에 따라 다르게 나타나는지 검증하였다. 분석하기 전, 본 연구대상자의 인구학적 특성을 살펴보았으며, 이를 <표 1>에 제시하였다.
표 1.
연구대상자의 일반적 특성(n=8104)
| 변수 | 구분 | 빈도(비율%) | |
|---|---|---|---|
| 통제 변수 | 배우자유무 | 배우자 있음 | 4986(61.5%) |
| 배우자 없음 | 3118(38.5%) | ||
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|
|||
| 종교유무 | 종교 있음 | 3600(44.4%) | |
| 종교 없음 | 4504(55.6%) | ||
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| 교육수준 | 초등학교 | 39(0.5%) | |
| 중학교 | 512(6.3%) | ||
| 고등학교 | 679(8.4%) | ||
| 전문대학교 | 3037(37.5%) | ||
| 4년제대학교 | 3837(47.3%) | ||
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|
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| 경제활동참여여부 | 경제활동 참여하지 않음 | 2870(35.4%) | |
| 경제활동 참여함 | 5234(64.6%) | ||
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| 가구원수 | (평균=3.37, 표준편차=1.20, 최소값=1, 최대값=9) | ||
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| 연령 | (평균=43.63, 표준편차=12.53, 최소값=20, 최대값=64) | ||
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|
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| 경상소득(단위: 천원) | (평균=6233.47, 표준편차=8369.85, 최소값=0, 최대값=468209) | ||
| 독립변수 | 자아존중감 | (평균=31.48, 표준편차=3.79, 최소값=11, 최대값=40) | |
| 조절변수 | 성별 | 남자 | 3882(47.9%) |
| 여자 | 4222(52.1%) | ||
|
|
|||
| 연령집단 | 청년 | 2981(36.8%) | |
| 중장년 | 5123(63.2%) | ||
| 종속변수 | 문제음주 | (평균=.25, 표준편차=.68, 최소값=0, 최대값=4) | |
본 연구의 독립변수인 자아존중감은 평균 31.48(표준편차=3.79)이다. 조절변수인 성별은 남자가 3882명(47.9%) 그리고 여자가 4222명(52.1%)로 나타났다. 연령집단은 청년이 2981명(36.8%) 그리고 중장년이 5123명(63.2%)로 나타났다. 종속변수인 문제음주는 평균 0.25(표준편차=0.68)로 나타났다.
2. 변수들 간의 상관관계 분석
독립변수와 종속변수의 상관관계를 살펴보면, 자아존중감과 문제음주의 상관관계는 -.095(p<0.001)로 나타났다. 조절변수와 종속변수의 상관관계를 살펴보면, 성별과 문제음주는 0.233(p<0.001), 연령집단(청년, 중장년)과 문제음주는 0.030(p<0.01)로 나타났다.
표 2.
상관관계 분석결과(N=6258)
| 문제음주 | 자아존중감 | 성별 | 연령집단 | 배우자 | 종교 | 학력 | 경제활동참여 | 가구원수 | 연령 | 경상소득 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 문제음주 | 1 | ||||||||||
| 자아존중감 | -.095*** | 1 | |||||||||
| 성별 | .233*** | .014 | 1 | ||||||||
| 연령집단 | .030** | -.108*** | .032** | 1 | |||||||
| 배우자 | .028* | .156*** | -.022 | .427*** | 1 | ||||||
| 종교 | -.076*** | .022 | -.103*** | .086*** | .035** | 1 | |||||
| 학력 | .000 | .239*** | .103*** | -.402*** | -.074*** | -.025* | 1 | ||||
| 경제활동 참여 | .125*** | .126*** | .249*** | .154*** | .168*** | -.033** | .088*** | 1 | |||
| 가구원수 | -.021 | .125*** | .015 | -.068*** | .225*** | .036** | .224*** | .000 | 1 | ||
| 연령 | .029* | -.139*** | .014 | .841*** | .465*** | .112*** | -.520*** | .157*** | -.212*** | 1 | |
| 경상소득 | -.004 | .124*** | .009 | -.030** | .095*** | .027* | .148*** | .067*** | .200*** | -.054*** | 1 |
*p<.05, **<.01, ***<0.01
3. 확인적 요인분석
모형의 적합도를 확인하기 위해 확인적 요인분석을 실시한 결과는 아래 <표 3>과 같다. 모델적합도의 경우 TLI와 CFI는 .9 이상이면 양호한 수준으로, RMSEA는 .05 이하이면 좋음, .08 이하이면 양호, .1 이하이면 보통으로 판단한다(우종필, 2012). 확인적 요인분석을 실시한 결과 연구모형은 TLI .955, CFI .979, RMSEA .042로 매우 적합한 것으로 해석되었다.
표 3.
측정모형 분석결과
| 잠재변수 | 경로 | 추정치(Estimate) | 표준오차(S.E) | Standardized Regression Weights | C.R |
|---|---|---|---|---|---|
| 문제음주 | 문제음주1 | 1.000 | - | .672 | - |
|
|
|||||
| 문제음주2 | .581 | .013 | .663 | 43.742*** | |
|
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|||||
| 문제음주3 | .745 | .017 | .767 | 45.081*** | |
|
|
|||||
| 문제음주4 | .218 | .007 | .437 | 31.469*** | |
| 자아존중감 | 자아존중감1 | 2.160 | .094 | .768 | 22.922*** |
|
|
|||||
| 자아존중감2 | 1.524 | .057 | .573 | 26.808*** | |
|
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|||||
| 자아존중감3 | 1.000 | - | .444 | - | |
*p<.05, **<.01, ***<0.01
본 연구는 연구문제1에 해당하는 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향을 검증하기 위하여 구조방정식 모형을 검증하였다. 구체적인 분석결과는 <표 4>에 제시하였다.
표 4.
자아존중감이 문제음주에 미치는 영향
| 변수 | 비표준화계수 | 표준화계수 | 표준오차 | 임계비율 |
|---|---|---|---|---|
| 배우자유무 | .021 | .044** | .008 | 2.632 |
| 종교유무 | -.034 | -.072*** | .006 | -5.467 |
| 학력 | .009 | .034* | .004 | 2.107 |
| 경제활동참여 여부 | .068 | .139*** | .007 | 10.171 |
| 가구원수 | -.004 | -.021 | .003 | -1.425 |
| 연령 | .000 | -.003 | .000 | -.140 |
| 경상소득 | .000 | .001 | .000 | .101 |
| 자아존중감 | -.061 | -.144*** | .008 | -7.972 |
분석결과 배우자가 있는 경우(β=.044, p<0.01), 종교가 없는 경우(β=-.072, p<0.001), 학력이 높을수록(β=.034, p<0.05), 경제활동에 참여하는 경우(β=.139, p<0.001) 그리고 자아존중감은 낮을수록(β=-.144, p<0.001) 문제음주가 높게 나타났다.
4. 다집단분석 결과
가. 성별 및 연령집단에 따른 자아존중감과 문제음주의 차이 검증
1) 형태동일성 검증(기저모형)
연구모형의 경로계수가 남녀 간 차이가 있는지 검증하기 위해 다집단 분석을 실시했다. 다집단 분석을 실시하기 위해 최종 연구모형이 각각의 유형에 따른 두 집단 간 적합한 모형인지 검증하기 위해 형태동일성 검증을 하였다. 그리고 두 집단 간 잠재변수와 측정변수간 관련성을 나타내는 요인 계수를 동일하게 제약 후 기저모형과의 적합도 차이를 비교하는 측정동일성 검증을 실시했다. 마지막으로 구조모형 경로계수가 두 집단 간 동일한지 변인 간의 경로 제약 후 기저모형과의 적합도 차이를 비교하는 구조동일성 검증을 분석하였다. 본 연구모형이 남녀 두 집단 각각에 적용될 수 있는지 모형 적합도를 살펴본 결과, 남자청년은 x²=124.676(p=.000, df=48), CFI=.975, TLI=.946, RMSEA=.034, 여자청년은 x²=136.390(p=.000, df=48), CFI=.974, TLI=.944, RMSEA=.034, 남성중장년은 x²=260.077(p=.000, df=48) 그리고 여성중장년은 x²=504.575(p=.000, df=48)로 나타났다.
표 5.
기저모형의 남녀 집단별 적합도 지수
| 집단구분 | x2 | df | CFI | TLI | RMSEA |
|---|---|---|---|---|---|
| 남성청년 | 124.676 | 48 | .975 | .946 | .034 |
| 여성청년 | 136.390 | 48 | .974 | .944 | .034 |
| 남성중장년 | 260.077 | 48 | .960 | .913 | .042 |
| 여성중장년 | 504.575 | 48 | .936 | .860 | .060 |
2) 측정동일성 검증 및 구조동일성 검증
측정모형 간 성별 차이가 나타나는지 검증하기 위해 측정동일성(measurement invariance) 검증을 하였다. 측정동일성 검증을 위해 각각 집단에서 추정한 기저모형을 다집단 분석하였다. 성별 및 청년과 중장년 간 집단의 요인계수가 동일하다는 제약을 가한 완전측정동일성모형과 기저모형의 x²값 및 자유도를 비교하였다. <표 6>에서와 같이 기저모형의 적합도가 CFI=.956, TLI=.904, RMSEA=.023으로 적합하였다. 요인계수를 네 집단 간 동일하게 부여한 (완전)측정동일성모형의 적합도는 CFI=.943, TLI=.885, RMSEA=.025로 나타나 적합하였다. 기저모형과 완전측정동일성모형의 x²값 차이는 255.617이였으며, 자유도 차이는 15로 p<0.05 수준에서 유의미하여 측정동일성 가설이 기각되었다.
표 6.
측정동일성 검증 및 구조동일성 검증
| x2 | △x2(△df) | df | CFI | TLI | RMSEA | 검증결과 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 기저모형 | 1025.684 | 192 | .956 | .904 | .023 | ||
| 완전측정동일성모형 | 1281.301 | 255.617(15) | 207 | .943 | .885 | .025 | 기각 |
| 부분측정동일성모형 | 1033.393 | 7.710(6) | 198 | .956 | .906 | .023 | 채택 |
| 구조동일성모형 | 1070.157 | 44.473(3) | 195 | .954 | .901 | .024 | 기각 |
부분측정동일성 검증을 실시하기 위해, 네 집단 간 측정지표의 요인계수 제약을 1개씩 풀어주면서 x²값과 자유도 차이 및 적합도 지수 차이를 비교했다. 그 결과 자아존중감 3번(‘나는 실패한 사람이라는 느낌이 든다’, ‘자랑할 것이 별로 없다’)과 문제음주3번(‘술을 계속 마시는 것이 나쁘다고 느끼거나 죄책감을 느낀 적이 있습니까?’) 그리고 문제음주4번(‘숙취를 제거하기 위해서 아침에 깨자마자 술을 마신 적이 있습니까?’) 문항이 다른 측정지표에 비해 큰 차이를 보여, 두 지표의 요인계수 동일성 제약을 풀어 분석하였다. 분석결과 기저모형과의 x²값 차이가 44.473, 자유도 차이는 3 그리고 p>0.05로 통계적으로 유의미한 차이가 나타나지 않아 두 집단 간 부분측정동일성이 성립하였다.
다음으로 구조동일성 검증을 실시하였다. 즉, 네 집단의 잠재변수들 간 경로에 동일성 제약을 가한 구조동일성모형과 동일성 제약을 가하지 않은 기저모형의 적합도 차이를 분석한 결과, x²차이가 44.473(△df=3)로 p<0.05 수준에서 유의미한 차이가 있는 것으로 나타났다.
3) 연구변인 구조모형 경로계수 추정치
네 집단별로 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서의 성별 및 연령집단에 따른 차이를 살펴보았다. 각 집단별 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에 대한 구조모형의 경로계수 추정치는 아래 <표 7>과 같다. 각 집단 간의 △x²값은 아래 <표8>에 제시하였다. 집단별 △x²값의 비교는 집단 간 분산이 다를 수 있다는 점을 고려하여 비표준화 추정치로 살펴보았다(Kline, 2011).
표 7.
구조모형의 경로계수 추정치
| 구분 | 남성청년 | 여성청년 | 남성중장년 | 여성중장년 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
|
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| B | β | B | β | B | β | B | β | |
| 경로(자아존중감→문제음주) | -.018 | -.045 | -.050*** | -.151 | -.142*** | -.260 | -.005 | -.021 |
표 8.
자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단 간의 다집단 분석
| (자아존중감→문제음주) 성별 및 연령집단 | △x2 |
|---|---|
| 남성청년-여성청년 | -1.503 |
| 남성청년-남성중장년 | -4.603*** |
| 남성청년-여성중장년 | 0.756 |
| 여성청년-남성중장년 | -3.713*** |
| 여성청년-여성중장년 | 3.033*** |
| 남성중장년-여성중장년 | 6.102*** |
부분측정동일성 모형을 기저모형으로 설정하여 비교한 결과, 남성청년과 남성중장년(△x²=-4.603), 여성청년과 남성중장년(△x²=-3.713), 여성청년과 여성중장년(△x²=3.033) 그리고 남성중장년과 여성중장년(△x²=6.102)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다. 반면, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년과 여성청년 그리고 남성청년과 여성중장년 간에는 통계적으로 유의미하지 않았다.
다시 말하여, 남성청년과 여성청년 간 그리고 남성청년과 여성중장년 간에는 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향력의 차이가 나타나지 않은 반면, 남성청년과 남성중장년(△x²=-4.603), 여성청년과 남성중장년(△x²=-3.713), 여성청년과 여성중장년(△x²=3.033) 그리고 남성중장년과 여성중장년(△x²=6.102) 간에는 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향력 차이가 나타났다.
구체적으로 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년에게는 유의미하지 않았지만, 남성중장년에게는 유의미하게 나타났다(B=-.142, p<0.001). 또한 남성중장년에게서 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이(B=-.142, p<0.001) 여성청년(B=-.050, p<0.001) 보다 강하게 나타났다. 자아존중감은 여성청년(B=-.050, p<0.001)의 문제음주는 통계적으로 유의미하게 설명하였지만, 여성중장년의 문제음주는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다. 또한 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성중장년(B=-.142, p<0.001)에게서는 유의미하게 나타났지만, 여성중장년에게서는 유의미한 영향을 미치지 않는 것으로 나타났다.
4) 통제변인 구조모형 경로계수 추정치
본 연구문제에서 추가적으로 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 통제변인의 성별 및 연령집단에 따른 차이를 살펴보았다. 각 집단별 통제변인 경로계수 추정치는 아래 <표 9>와 같다. 각 집단 간의 △x²값은 아래 <표 10>에 제시하였다.
표 9.
통제변인 경로계수 추정치
| 구분(종속변인: 문제음주) | 남성청년 | 여성청년 | 남성중장년 | 여성중장년 | ||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
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|
|
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| B | β | B | β | B | β | B | β | |
| 배우자유무 | .010 | .018 | .024 | .062 | .104 | -.005 | -.005 | -.017 |
| 종교유무 | -.031 | -.060 | -.025* | -.065 | -.059 | -.004 | -.004 | -.015 |
| 학력 | .011 | .021 | -.006 | -.015 | .013 | -.010** | -.010** | -.080 |
| 경제활동 참여여부 | .043* | .084 | .037** | .099 | .088 | .009 | .009 | .035 |
| 가구원수 | -.017* | -.077 | .000 | .000 | -.037 | -.004 | -.004 | -.042 |
| 연령 | .004 | .088 | -.001 | -.038 | -.024 | -.002** | -.002** | -.095 |
| 경상소득 | .000 | .007 | .000 | .000 | .009 | .000* | .000* | .060 |
표 10.
통제변인의 성별 및 연령집단 간의 다집단 분석
| 성별 및 연령집단 | 배우자유무 | 종교유무 | 학력 | 경제활동 참여여부 | 가구원수 | 연령 | 경상소득 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 남성청년-여성청년 | .492 | .313 | -.753 | -.234 | 1.796 | -2.029* | -.181 |
| 남성청년-남성중장년 | 1.907 | -.123 | -.315 | .916 | .756 | -2.034* | -.072 |
| 남성청년-여성중장년 | -.580 | 1.492 | 2.592* | -1.532 | 1.478 | -2.595* | .572 |
| 여성청년-남성중장년 | 1.734 | -.524 | .679 | 1.392 | -1.081 | .112 | .290 |
| 여성청년-여성중장년 | -381.445*** | 1.680 | -.317 | -2.194* | -.755 | -.324 | 1.945 |
| 남성중장년-여성중장년 | -3.329*** | 2.050* | -1.453 | -2.817* | -.895 | -.528 | 1.453 |
부분측정동일성 모형을 기저모형으로 설정하여 비교한 결과, 배우자유무는 여성청년과 여성중장년(△x²=-361.445) 그리고 남성중장년과 여성중장년(△x²=-3.329)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
종교유무는 남성중장년과 여성중장년(△x²=2.050)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
학력은 남성청년과 여성중장년(△x²=2.592)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
경제활동참여여부는 여성청년과 여성중장년(△x²=-2.194) 그리고 남성중장년과 여성중장년(△x²=-2.817)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
연령은 남성청년과 여성청년(△x²=-2.029), 남성청년과 남성중장년(△x²=-2.034) 그리고 남성청년과 여성중장년(△x²=-2.595)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
Ⅴ. 결론
본 연구는 성별과 연령집단에 따라 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향을 검증하고자 이론적 논의를 통하여 연구문제 및 연구가설을 설정하였다. 이를 통계적으로 검증하고자, 청년 2981명, 중장년 5123명인 총 8104명을 연구대상으로 구조방정식 모형을 이용한 다집단 분석을 실시하였다. 보다 구체적으로 ‘연구문제 1. 자아존중감이 문제음주에 영향을 미치는가?’에 대하여, ‘연구가설 1-1. 자아존중감이 높을수록 문제음주 수준이 낮아질 것이다’을 하위가설로 설정하였다. 분석결과 자아존중감이 높을수록 문제음주가 낮게 나타나 연구가설1-1이 채택되었다(β=-.151, p<0.001). 마찬가지로 이론적 검토과정을 통해 ‘연구문제2. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향은 성별과 연령집단에 따라 다르게 나타날 것이다’를 도출하였으며, ‘연구가설2-1. 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향의 크기가 남성청년, 여성청년, 남성중장년 그리고 여성중장년 간에 다르게 나타날 것이다’을 다집단분석을 통해 통계적으로 검증하였다. 분석결과, 남성청년과 남성중장년(△x²=-4.603), 여성청년과 남성중장년(△x²=-3.713), 여성청년과 여성중장년(△x²=3.033) 그리고 남성중장년과 여성중장년(△x²=6.102)에서 x²차이가 통계적으로 유의미하였다.
본 연구결과는 자아존중감을 문제음주 보호요인으로 제시한 기존 선행연구와 일치한다(권현수, 성희자, 2010; 허만세, 2012). 청년기초반(19세-22세)을 대상으로 우울이 문제음주에 미치는 영향을 잠재성장모형을 통해 분석한 결과, 남성은 유의미하지 않은 반면 여성에게만 유의미하게 나타난 기존 연구와도 일치된 결과를 보여주었다(허만세, 장승옥, 2010). 여성중장년층은 유의미하지 않은 반면, 남성중장년층에서만 유의미하게 나타난 문제음주의 원인은 전통적인 성역할에서 찾아볼 수 있다(윤수경, 2016). 전통적인 성역할 규범 하에서 고위험음주는 여성다움에 반하여 남성에게 보다 관대히 받아들여진다. 전통적인 성역할 규범이 강한 나라는 문제음주가 여성보다 남성에게서 강하게 나타난다(Bobrova et al., 2010). 여성중장년은 현재 여성청년들과 비교해서도 교육수준과 경제활동참여율이 낮기 때문에, 업무로 인한 음주행위에도 덜 노출되어 있다. 여성청년의 음주와 절주 모두 남성청년보다 자율적으로 이뤄지기 때문에, 여성청년의 개인적 요인인 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년보다 더 크게 나타난 것으로 판단된다. 2016년 행정자치부 주민등록인구통계를 바탕으로 인구비례할당 기법을 사용해 2000명을 추출해 조사한 결과, 여성은 주로 친목관계인 사람들과의 음주가 빈번한 반면, 남성은 공적인 관계 사람들과의 음주가 보다 빈번하였다(김동식, 동제연, 우영지, 정지원, 2016). 구체적으로, 음주 동반자를 조사한 결과, 남성은 주요 음주 동반자로 친구(30.95%), 회사 동료(21.61%), 혼자(15.80%) 순으로 응답한 반면, 여성은 친구(27.44%), 배우자(18.73%), 형제･자매(15.37%), 회사동료(14.41%)로 답하여, 회사동료보다 친구 및 가족과 음주를 하는 것으로 나타났다. 특히, 성인 초기에는 사교 및 사회적인 비난을 의식하는 음주행위가 두드러지며(이정진 등, 2014) 남성청년보다 여성청년의 음주 거절을 보다 관대히 받아들이는 문화가 형성되어 있다. 여성청년의 경우 보다 음주에 대한 자기의사 표시가 가능하기 때문에, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년과는 달리 유의미하게 나타난 것으로 파악된다. 즉, 남성이 보다 술 거부에 대한 엄격한 사회적인 시선과 더불어, 공적인 관계 사람들과의 음주가 빈번히 이뤄지기 때문에 남성음주는 자아존중감과 같은 개인적 요인보단, 사회적 원인으로 파악된다. 더불어 여성에게는 체형과 종교와 같은 개인적인 요인이 음주의 주요 절제요인으로 나타난다. 즉, 남성보다 여성의 음주와 절주가 자율적으로 이뤄지기 때문에, 자아존중감이 여성 음주를 통제하는데 보다 효과적인 것으로 예측된다.
연구결과의 다른 주요특징으로 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 여성청년보다 남성중장년에게더 강하게 나타났다. 여성청년과 달리 남성중장년의 문제성 음주는 오랜 시기를 거쳐 이미 습관화가 된 경우가 많아 자아존중감이 보호요인으로 요구된다. 5점 리커트 척도를 이용하여 2000명을 대상으로 성별･생애별 절주 장애요인을 조사한 결과(김동식, 동제연, 우영지, 정지원, 2016), ‘음주가 습관이 되어 절주할 수 없다’는 응답에 여성청년은 평균 1.87점으로 나타났지만, 남성장년은 2.63 그리고 남성 중년은 2.44점으로 나타나 남성 중장년이 여성청년에 비해 습관성 음주행위를 하고 있음이 조사되었다. 또한 남성청년과 남성중장년을 비교했을 때, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성중장년에게서만 유의미하였다. 이는 남성청년의 경우 절주에 대한 필요성 자체를 남성중장년보다 덜 느껴 자아존중감이 문제음주에 유의미한 영향을 미치지 않은 것으로 보인다. 가령, 한국여성정책연구원에서 2000여명을 대상으로 조사한 결과 ‘절주에 대한 필요성을 못느낀다’는 5점 리커트 척도 문항에 남성청년은 평균 3.21점, 남성장년은 평균 3.15점 그리고 남성중년은 3.08점을 기록하여, 절주에 대한 필요성이 남성의 연령이 증가할수록 높게 인식함이 나타났다. 남성의 연령이 증가할수록 건강상의 이유로 절주 욕구가 증가된 것으로 유추된다.
본 연구결과에 따라 문제음주 해결을 위한 실천 및 정책적 제언을 하고자하며, 이는 다음과 같다.
음주예방 프로그램 개발 시 우울과 같이 부정적 감정에 대한 대처 뿐 아니라, 자아존중감 향상 프로그램 확대방안도 마련해야 한다(허만세, 2012). 우리나라 사회복지사업은 긍정적인 정신건강보단 사후치료적인 성격으로 부정적인 정신건강 치료에 초점을 두고 있다. 하지만 본 연구에서 자아존중감은 문제음주를 예측하는 중요변인으로 나타났다. 이에 낮은 자존감으로 인한 정서상의 문제점을 상담받을 수 있는 상담프로그램 및 자존감 향상을 위한 다양한 프로그램이 개발되어져야만 한다(강상경, 권태연, 2008).
특히 연구결과, 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향이 남성청년과 여성중장년에게는 유의미하지 않았지만, 남성중장년과 여성청년에게서 유의미하게 나타났다는 점을 토대로 남성중장년과 여성청년에게 특성화된 자아존중감 프로그램이 마련되어질 필요가 있다. 이를 위해 회사, 학교 및 사회복지관과 건강가정지원센터 등에서 남성중장년과 여성청년 집단 성격에 특성화한 자아존중감 프로그램이 마련되어질 필요가 있다. 가령, 다른 집단보다 여성청년에게 중시되는 외모와 대인관계에서의 민감성, 일과 가정생활 양립, 출산과 같은 역할에서 여성청년이 적절히 대응할 수 있는 방안을 모색하여, 자아존중감을 건강히 발달시킬 수 있도록 도와야한다. 남성중장년은 무엇보다 경제적 압박, 가장으로서의 책임, 자녀출가, 배우자와의 관계 안에서 자아존중감을 바람직하게 형성할 수 있도록 조력해야만 한다.
성별 및 발달과업에 따라 차등화된 음주관련 정책이 필요하다. 우리나라 중독관리통합지원센터는 대상별 맞춤형으로 알코올문제를 지원하기 보단, 동일하게 지원하여 예산을 비효율적으로 낭비하고 있다.
여성에게 차등화된 대표적인 알코올 예방 사업에는 임산부에 표적을 둔 지원체계가 있다. 태아알코올증후군을 예방하기 위해 공공의료기관 및 민간의료기관과의 협력을 통해 임산부를 대상으로 태아알코올 증후군에 관한 교육을 실시하고 있다(보건복지부·한국건장증진개발원, 2015). 더불어 의료기관 외에 여성잡지 및 여성들이 선호하는 매체를 통해서도 정보를 제공한다(보건복지부, 2016). 하지만, 많은 임산부들의 음주행위로 인한 태아알코올증후군은 여전히 증가 추세이다. 이에 임산부를 대상으로 한 예방사업을 보다 체계적으로 확산할 필요가 있다. 임산부 뿐 아니라, 일반적인 여성에게 특성화된 알코올 중독프로그램이 개발되어져야 한다. 가령, 미국의 민간비영리 단체 MARR 중독치료센터는 성별을 차등화한 프로그램을 제공하고 있다. 남성과는 달리, 많은 여성이 단주에 따른 체중증가로 불안감을 겪고, 이에 섭식장애 및 체중조절을 위한 약물을 섭취한다. 이를 해결하기 위해 MARR은 여성알코올중독자에게는 추가적으로 식이장애프로그램과 마음상담을 함께 진행하고 있다(김동식, 동제연, 우영지, 정지원, 2016). 특히 우리나라 여성청년의 아름다운 체형 욕구를 고려했을 때, 이에 따른 부작용 및 치료효과 저해를 예방할 수 있는 영양사업도 알코올중독지원프로그램 지원시 함께 고려할 필요가 있다.
남성의 음주문제를 해결하기 위해서는 직장 내 자율적이고 건전한 음주문화 조성이 필요하다. 특히 남성중장년은 청년기를 거쳐, 이미 음주가 습관으로 고착화된 형태를 보이므로, 보다 지속적인 치료프로그램이 요구된다. 이 시기 음주는 만성질환 및 치매와도 밀접함으로, 이에 따른 예방교육프로그램도 필요하다. 더불어 남성중장년의 경우 남성청년보다 음주를 유일한 스트레스 해결 방안으로 찾기 때문에(김동식, 동제연, 우영지, 정지원, 2016), 음주를 대처할 수 있는 다른 스트레스 해소 방법을 마련해야만 한다.
청년의 문제음주를 예방하기 위해, 여러 예방사업들이 대학과의 협력을 통해 이루어지고 있지만, 아직 대학 내에 건전한 음주문화가 정착되지 않은 상황이다. 대학생들을 대상으로 한 문제음주 예방사업으로는, 대학 내 동아리 지원을 통한 건전음주서약에 관한 협약, 절주동아리 활동 지원 및 신입생을 대상으로 한 음주교육이 이뤄지고 있다. 하지만 아직도 많은 청년들이 불건전한 음주문화로 음주 거부에 어려움을 겪고 있을 뿐 아니라, 알코올 중독성이 야기할 수 있는 심각성을 충분히 인지하지 못하고 있는 실정이다. 이에 청년들을 대상으로 보다 건전한 음주문화 조성을 위한 예방교육 및 홍보가 절실한 상황이다.
본 연구는 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단의 조절효과를 검증하였지만 다음과 같은 한계를 가지고 있다.
첫째, CAGE로 문제음주를 측정하여 가장 보편적인 척도를 사용했음에도 불구하고, 문제음주가 매우 낮게 났다는 문제를 가진다. 선행연구는 예방사업과 보다 보편적인 함의를 기술하고자 일반인을 대상으로 문제음주를 살펴보았다(권구영, 2005; 김계하, 2004; 남진열, 2008; 허만세, 2012). 이에 음주자 특징에 초점을 두지 못한 부분에는 한계를 가진다. 따라서 추후 음주자에만 초점을 둔 후속연구가 필요하다.
둘째, 본 연구의 연구문제 및 가설에서 연구모형을 간명히 하는 과정에서 한계가 발생하였다. 가령, 학력을 더미변수가 아닌 연속변인으로 구분하였다. 기존 문제음주 관련 연구에서도 성인 남성 의 학력을 더미변수로 투입했을 시 영향력이 작게 나타나 연속변인으로 정정하여 투입하였으며(김영희, 손창우, 2018) 18세에서 50세까지의 남녀를 대상으로 한 연구에서도 학력을 연속변인으로 통제하였다(이정진 등, 2014). 하지만 여전히 본 연구는 학력을 연속변인으로 살펴봄에 따라 학력 각각의 영향력을 비교하여 설명하는데는 한계를 가지고 있으므로 후속연구에서 보다 면밀한 연구가 필요하다.
셋째, 본 연구는 자아존중감이 문제음주에 미치는 영향에서 성별 및 연령집단 간의 조절효과를 횡단면으로 분석하여, 통계 방법적인 측면에서 한계를 가진다. 따라서 후속연구에서는 양방향(bidirectional) 혹은 종단 연구를 실시하여 보다 장기적인 관점에서 추적할 필요가 있다.
넷째, 본 연구는 사회적 네트워크를 배우자유무, 종교유무, 가구원수로 측정해 양적인 변인만을 포함했다는 한계를 가진다. 이에 후속연구에서 사회적지지와 사회관계만족도와 같이 보다 질적인 차원의 요인을 포함해 사회네트워크에 대한 다차원적인 논의를 제언하고자 한다.
마지막으로 본 연구는 문제음주를 정책대상(성별, 생애별) 별로 다르게 접근해야 함을 이중조절효과분석 및 이론적 논의를 통해 제시하였지만, 지면 및 연구모형의 간명성을 위해 자아존중감만을 주요 독립변수로 제시했다는 한계를 가진다. 이에 개인 뿐 아니라 환경요인을 포함한 다양한 변인과 문제음주와의 관계가, 성별 및 생애집단 간 차이를 고려하여 후속연구로 논의될 것을 제언한다.
References
, , . (1989). The Social Importance of Self-Esteem. http://ark.cdlib.org/ark:13030/ft6c6006v5에서 2017.2.13. 인출.. Berkeley: University of California Press.